高等教育影响个体社会信任的阶段效应及作用机制

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摘 要：社会信任是构建和谐社会的重要基础。基于2013年中国综合社会调查数据，在微观层面探讨和比较不同阶段高等教育影响社会信任的效应及机制。研究发现，无论是精英教育还是大众化教育时期，高等教育都有效地促进了个体的社会信任水平。但是不同阶段作用机制有所不同：在精英教育时期，高等教育促进社会信任的经济效应大于非经济效应；在大众化教育时期，非经济效应大于经济效应。研究结论对中国高等教育建设和社会信任培育具有启示意义。

关键词：高等教育；社会信任；经济效应；非经济效应

一、引言

社会信任又称普遍信任，是指对陌生人或社会上大多数人的信任，反映了个体对人性善的信赖[1]。社会信任是社会和谐发展的重要基础。信任有利于发展和维护民主制度[2]，促进经济发展和效率提高[3]，增进个体身心健康[4]，更关乎社会和谐和文明进步。良好的社会信任可以降低社会治理成本，化解社会矛盾，维护社会秩序和稳定，是政府善治的剂。

正是因为社会信任的积极作用，其影响研究也广受关注。影响社会信任的相关理论阐释大致可分为宏观因素与微观因素两类，制度论和文化论是宏观视角的典型代表。“制度决定论”认为某些制度环境比其他制度环境更有利于信任感的产生，包括有效的政府、民主的体制等。有效的政府可以通过健全的法制体系、公正的政治制度、完善的社会保障体系、稳定的社会治安等增强人们对制度的信心从而增强彼此间的信任感。[5]民主制度也有利于增强人们之间的信任。“只有当人们沐浴在民主的阳光下时，他们才可能相信陌生人。”[6]文化论则将信任解释为一种文化现象，认为如同文化基因一般深嵌于个体中的信任，是来自于“遗传的伦理习惯”，是本社会共享的道德规范的产物[7]。

微观层面对社会信任的解释聚焦于分析个体水平的差异，侧重于考察人口统计学特征、工作特征、个体经济社会地位、生活态度和受教育程度对社会信任的影响。相关研究表明，性别[8]、年龄[9]、稳定的工作[10]、积极的生活态度[11]和较高的受教育程度[12]会对社会信任产生积极影响。一般而言，男性社会信任水平普遍高于女性；个体社会信任水平会随着年龄的增长和阅历的丰富慢慢提高；稳定的工作和丰厚的经济回报在一定程度上可以提高个体的“相对易损性”，从而提升社会信任水平；积极的态度有助于形成对他人的正向评价从而提高社会信任水平；较高的受教育程度有利于提高个体认知分析能力和风险控制能力，进而提高其社会信任水平[13]。普遍的观点认为，教育作为后致因素，通常与个体认知水平、社会地位、经济收入具有紧密联系，因此受教育程度也被普特南视为影响社会信任最重要的因素[14]。

国内一项关于高等教育对个体社会信任的研究细致地检验了普特南的理论，并在此基础上探讨了高等教育对个体社会信任产生作用的机制[15]。该研究以2003年调查期间40-50岁人群为研究对象，将高等教育对社会信任的影响过程区分为“经济效应”和“非经济效应”。前者是指高等教育可以通过影响个体若干年后的经济、社会地位从而对社会信任产生“经济效应”；非经济效应是指高等教育通过增强个体对价值规范及制度安排的认同而促进社会信任的形成。该研究同时发现，相对于经济效应的显著影响，高等教育对于此年龄段的人群并未产生显著的“非经济效应”。

研究结果为理解我国20世纪70年代和80年代初期高等教育的社会功能提供了可靠的证据，在同属于精英教育大背景的20世纪70年代前期及90年代初期，其研究结果也可进行适当的相似性推论。然而需要进一步澄清的是，这一结果并不能帮助我们很好地理解当代高等教育是否存在同样的作用效应。

众所周知，过去的十几年高等教育的规模与数量产生了巨大的变化，在高等教育录取率大幅提高的同时也带来了社会资源分配的紧张。激烈的社会竞争、不断增高的大学生失业率等大众化时代的社会问题层出不穷。大学的精英价值逐渐剥离，高等教育促进个体经济社会地位上升的程度不断下降。因此，精英教育促进个体社会信任中的“经济效应”机制在多大程度上适用于大众化背景下的高等教育就值得再考究。

另一方面，大学并非被动地接受这些冲击，其内部也在发生着各种变革以应对大众化时代的挑战――大学开始更加注重人才培养的质量与内涵。以人才培养模式为例，20世纪90年代中后期，为解决过去专业设置过窄、学科界域僵化等人才培养问题，在借鉴西方模式的基础上，大陆高校逐渐重视“人文精神重建”，纷纷开设体系化的通识教育课程或文化素质教育课程，试图补缺专才教育的偏弊，并认为通识（人文）教育“旨在培养积极参与社会生活的、有社会责任感的、全面发展的社会的人和国家公民”[16]。近年来多项全国性的学生发展测评项目也表明，关注多元、求同存异、心怀天下的大局意识是当代大学生培养目标中的应有之义。这种公民意识和大局意识在一定程度上包含对社会价值、规范和制度的认同。从这个意义上讲，大众化时代的高等教育更可能通过“非经济效应”促进个体的社会信任。

正是基于这样的背景，我们希望澄清的问题是：与精英阶段的高等教育相比，大众化时代的高等教育促进个体社会信任的效应如何？其途径机制是否发生了变化？我们如何对待高等教育变革所带来的这些变化？基于以上问题，本研究聚焦于对不同时期的高等教育促进个体社会信任的效应和影响机制进行比较和分析，以期为客观审思不同时期高等教育的社会功能提供有价值的理据。

二、假设、数据与模型

本研究基于两个目的进行分析：一是从微观层面上测量扩招前后的高等教育对个体社会信任的作用效应；二是分析不同阶段高等教育作用机制。基于前文的探讨，本文提出以下假设：不同时期高等教育促进社会信任的路径不同。（1）精英教育时期高等教育更可能通过提高个体经济成功而促进社会信任的形成（“经济效应”优于“非经济效应”）；（2）大众化时期高等教育更可能通过增强个体对价值规范及制度安排的认同而促进社会信任的形成（“非经济效应”优于“经济效应”）。我们利用不同时期的同质数据，分别检验两种机制的有效性程度。

在既往研究中，人口统计学变量、工作经验、个体受教育程度与当前经济情况、生活状态和认同态度常被用来解释个体社会信任的微观差异。过去的研究常将所有变量一并纳入社会信任的回归方程，这样的处理方法忽略了描述当前状况的变量深受个体教育水平影响的事实，从而影响了对教育与社会信任关系进行因果推论的深入。因此，在社会信任的模型构建和实证分析过程中，需要将不受高等教育经历影响的人口统计学变量和易受高等教育经历影响的变量进行区分，换言之即对控制变量和中介变量进行逐步回归。借鉴黄健等人的处理方法[17]，本文首先在控制了人口统计学变量和工作经验的前提下，测量高等教育对社会信任的作用效应。在此基础上，再分别将反映被调查者当前经济地位与认同态度的指标纳入回归方程，通过比较高等教育变量在不同方程中的解释份额，考察高等教育的经济效应和非经济效应在不同时期的具体作用情况。

本研究利用2013年中国综合社会调查（China General Social Survey，CGSS）的数据，探讨不同时期高等教育对社会信任形成的影响。研究所使用的2013年调查，由中国人民大学中国数据与调查中心完成。调查收集了城乡居民个人、家庭、教育、经济活动、态度价值观等信息。2013年调查的有效样本个数为11438，样本年龄分布为17-97岁。本研究以中国高考制度恢复的1977年作为精英教育样本选择的起始时间，以高校收费制度酝酿试点开始的1987年作为截止时间①，按照19岁上大学算，选取1958年至1968年期间出生的群体作为可获得精英教育时期的代表样本，共2472人。这一时期真正获得高等教育的人数为223人，约占该时期样本总数的9%。2002年我国高等教育毛入学率达到15%，至此进入大众化教育时代。以2002年为始，按19岁为上大学的年龄计，1983年以后出生的群体参加高考时我国已进入大众化时期。截止2013年调查时完成高等教育（本科）的群体出生年份大致在1990年。保守选取1983年至1989年期间出生的群体作为可获得大众化时期高等教育的样本，共1136人。这一时期真正获得高等教育的人数为443人，约占该时期样本总数的39%。因此在本研究中，有关社会信任、经济状况和认同态度的信息，均来源于调查之时年龄介于24-55岁之间的群体所做的抽样调查。

2013年中国综合社会调查者采用以下问题测量社会信任：“一般来说，您认为社会上大多数人可以信任吗？”这一方法起源于诺艾尔-诺依曼（Noelle-Neumann）于1948年在西德开展的调查，后来被广泛运用于有关社会信任的实证研究[18]。在本研究中，被调查者对这一问题的回答从“非常不信任”到“非常信任”进行1-5级评分，将其作连续变量处理[19]。对于两个调查样本的高等教育变量，当被调查者受教育程度为大专或以上时，高等教育变量被赋值为1，反之则赋值为0。

人口统计学变量包括性别、民族、年龄、成长地区及父母受教育程度，以上指标和工作经验作为社会信任回归方程中的控制变量。除年龄、父母受教育程度和工作经验外均为虚拟变量，具体赋值如下：当被调查者为女性时，性别变量赋值为1，男性则赋值为0；被调查者为少数民族时，赋值为1，汉族则赋值为0；被调查者少年时期生活于城市地区，其成长地区变量赋值为1，反之则为0。 对于父母受教育程度的赋值以年数计，从未接受过正规教育、小学（私塾）、初中、高中（技校职校等）、大学专科、大学本科、研究生及以上分别赋值为0、6、9、12、14、16、19。工作经验以工作年限进行表征，一般而言，工作年限越长其工作经验越丰富。根据群体不同特征分别以两种方式计算：小学及以下学历者以年龄减去法定工作年龄（16岁）；初中及以上学历者以年龄减去受教育年数再加7。有关上述变量的描述统计见表1。

研究采用线性回归模型研究高等教育经历对个体社会信任概率的影响，回归方程如等式（1）所示。其中，y代表社会信任，自变量为he（高等教育），控制变量包括gender（性别）、ethn（民族）、city（成长地）、faedu（父亲受教育年数）、maedu（母亲受教育年数）、age（年龄）、workingy（工作经验）。等式（1）中高等教育系数b1表明在人口统计学特征、工作经验一致的条件下，高等教育对个体社会信任概率的影响。

y=b0+b1he+b2geder+b3ethn+b4city+b5faedu+b6maedu+b7workingy+b8age+u （1）

为了验证不同时期高等教育促进社会信任形成的经济效应和非经济效应假设，首先需要证实（证伪）高等教育能够提升个体经济上的成功以及高等教育可以增强个体对价值规范及制度安排的认同，然后再分别将有关被调查者当前经济地位和认同态度的指标（见表2）引入等式（1），依次构建等式（2）和等式（3），通过比较高等教育变量在不同回归方程中解释份额的变化，识别高等教育作用于社会信任形成的经济效应和非经济效应。

表2所列对个体社会经济地位和认同态度的相关指标的选取和赋值主要参考黄健等人的做法。个体社会经济地位用三个变量表征，包括贫富状况（financial）、工作社会地位（jobsc）与工作性质（jobfunct）。个体对价值规范和制度安排的认同也采用三个变量，包括被调查者对异质群体之间平等性（hetergroup）、收入分配公平性（distribution）以及公民参与国家事务权利的平等性（civil）等问题的看法。对异质群体的平等态度反映个体对异质群体之间利益多元化和遵循共同规范的认同程度，认同度越高，对与不同群体之间合作的信任感越高。公平公正的资源分配制度、平等参与国家事务的权利也有助于信任的产生与维持。2013年中国综合社会调查均提供了以上信息。

方程（2）和方程（3）分别在方程（1）的基础上引入表征个体经济社会地位的指标和认同态度的指标。方程（2）中高等教育系数B1表示，在人口统计变量、工作经验和个体社会经济地位一致的情况下接受高等教育和未接受高等教育的群体在社会信任上的差异。若该回归方程中高等教育系数估计值显著小于等式（1）中的系数估计值，且有证据表明高等教育对个体的收入状况和工作地位具有显著的正向影响，即说明高等教育可通过促进个体社会经济地位的提升而促进个体的社会信任（即经济效应）。通常而言，B1估计值变化越大，说明高等教育促进社会信任的经济效应越强。

y=B0+B1he+B2geder+B3ethn+B4city+B5faedu+B6maedu+B7workingy +B8age+B9financial +B10jobsc +B11jobfunct +u （2）

方程（3）中高等教育系数β1表示，在人口统计变量、工作经验和认同态度一致的情况下高等教育对个体社会信任的影响。同样，如果方程（3）中高等教育系数估计值显著小于方程（1）中的系数估计值，且高等教育对个体认同态度有显著的正向影响，则表明高等教育可能通过对价值规范和制度规范的认同促进社会信任的形成（即非经济效应）。系数变化越明显，间接影响效应越大。

y=β0+β1he+β2geder+β3ethn+β4city+β5faedu+β6maedu+β7workingy +β8age+β9hetergroup +β10distribution +β11civil +u（3）

三、实证分析

首先将方程（1）中的因子纳入回归方程，测算接受不同时期高等教育的个体社会信任的差异，回归结果列于表3；然后通过回归分析测算高等教育对个体当前社会经济地位和认同态度的影响，相关结果见表4；最后根据方程（2）和方程（3）对不同教育背景下高等教育促进社会信任的经济效应和非经济效应的程度进行检验，以验证假设。其结果列于表5。

表3所示，方程（1）中的高等教育系数，基于接受精英教育群体调查数据的回归估计值为0.164，基于接受大众化教育群体调查数据的回归估计值为0.157，显著性水平均低于0.001。这表明，在人口统计学变量、工作经验一致的条件下，无论是在精英教育阶段还是大众化教育阶段，接受高等教育的被调查者其社会信任的程度显著高于没有接受高等教育的被调查者。这说明无论是在哪种教育背景下，高等教育都促进了社会信任的形成，只不过相比之下大众化时代高等教育的作用效应略低。

表3中还报告了等式（1）中其他解释变量的回归结果。对接受精英教育的群体而言，父母受教育程度对其社会信任有显著的影响效应，但作用方向不一致。其它变量对社会信任的影响效应不显著。我们进一步检验，发现当不纳入高等教育变量时，年龄和工作经验均显著地影响个体社会信任的程度；成长地还显著影响接受精英教育群体的社会信任；当纳入高等教育变量时，这三个变量的影响效应变得不再显著。由此可见，在本研究中，高等教育依然是影响社会信任最大的因素，普特南的观点再一次得到证实。

在同样控制人口统计学变量和工作年限的回归分析中检视了高等教育对个体当前经济状况和认同态度的影响（为节省篇幅，略去控制变量的回归系数，见表4）。表4结果显示，精英教育时期高等教育确实有助于提升个体的社会经济地位，即接受那个时期高等教育的个体生活富裕、成为管理者和非体力劳动者的概率更高。但是扩招以后的几年，特别是高等教育入学人数急剧上升的2002-2009年，高等教育对个体经济社会地位提升的效应出现了变化，接受这一时段高等教育的个体并不比没有接受高等教育的个体生活富裕和成为管理者的概率更高，只是在成为非体力劳动者上依然体现出相对显著的优势。

在认同态度上，两个不同的样本群体也表现出较大的差异。在接受精英高等教育的样本群体中，高等教育对“异质群体是否应被一视同仁”的态度有显著影响，接受高等教育的群体对此持认同态度的比例比没有接受高等教育的群体高6.9个百分点。对于这一群体，结果没有显示出因为高等教育经历有无所导致的个体对“收入分配制度是否公平”、“公民权利是否平等”态度的显著差异。但是对接受大众化高等教育的被调查者来说，他们认为“异质群体应获得一视同仁”、“公民应享有同等的权利”的概率比这一阶段没有接受高等教育的个体分别高13.1和13.6个百分点，但是对于“收入分配制度公平与否”的看法则与没有高等教育经历的被调查者没有明显差异。

表3结果表明，在不同的教育背景下，高等教育对社会信任的形成均具有显著的正向影响，但并不能确知这种影响的机制如何发生。 表4结果表明，在精英教育背景下，高等教育更有助于提升个体未来的社会经济地位；在大众化教育背景下，虽然高等教育提升个体社会经济地位的可能性大大减弱，但是在一定程度上促进了对价值规范的认同态度。这是否说明在不同时期高等教育促进社会信任的形成可能基于不同的机制，即在精英教育时期可以通过促进个体经济社会地位的上升进而促进社会信任的形成，而在大众化教育时期更多的是通过提升个体认同态度来促进社会信任的形成？对此，按照方程（2）和方程（3），在控制人口统计学、 工作经验等变量的基础上，本研究将反映被调查者当前经济状况和认同态度的指标纳入回归模型，按照两类样本群体进行四组回归分析，结果列于表5。组（1）和组（2）报告了基于精英教育背景下的回归结果； 组（3）和组（4）报告了基于大众化教育背景下的回归结果。

组（1）和组（2）的回归结果表明，在接受精英高等教育的调查群体中，生活贫富、工作社会地位、工作性质、对异质群体是否应一视同仁和公民权利是否平等的看法与社会信任有显著关系；现行收入分配制度是否公平则不存在显著影响。在其他条件相同的情况下，生活贫困者、不从事管理工作的调查者、从事体力劳动者其社会信任水平显著低于其他被调查者；认为异质群体应受到一视同仁和公民应拥有平等权利的被调查者，其社会信任水平显著高于其他被调查者。结合表3，从高等教育系数变化中可见，在纳入个体社会经济状况指标后，组（1）高等教育的系数估计值下降了2.4个百分点，组（2）的高等教育系数估计值下降微弱。由于表3中并没有证据表明高等教育对促进个体对公民具有平等权利的态度有显著正向影响，因此表4的分析结果仅表明组（1）中高等教育系数下降与个体社会经济地位提升和对异质群体的态度有显著相关，无法说明高等教育的系数变化与个体对公民权利是否平等的态度有显著相关。进一步比较系数大小，结果表明，在精英教育背景下，虽然高等教育可以通过提升个体社会经济状况和认同态度从而促进社会信任，但这一阶段高等教育促进个体社会信任的经济效应大于非经济效应。

组（3）和组（4）的回归结果表明，在接受大众化高等教育的调查群体中，工作性质、对异质群体是否应一视同仁和公民权利是否平等的看法与社会信任有显著关系，生活贫富、是否从事管理工作、对现行收入分配制度是否公平的态度则不存在显著影响。在其他条件相同的情况下，从事体力劳动的被调查者其社会信任水平显著低于其他被调查者；认为异质群体应受到一视同仁和认为公民权利应平等的被调查者，其社会信任水平显著高于其他被调查者。结合表3，从高等教育系数变化中可见，在纳入个体社会经济状况指标后，组（3）高等教育系数估计值下降1个百分点，组（4）的高等教育系数估计值下降了2.8个百分点。在表3中，高等教育显著促进了个体对异质群体应受到一视同仁和公民应享有同等权利的态度，也在一定程度上促进了个体成为非体力劳动者的概率。也就是说，在这一阶段，高等教育对个体社会信任也同时体现出经济效应和非经济效应。但从效应大小来看，高等教育更多地是通过影响个体认同态度从而促进社会信任，这一阶段高等教育促进个体社会信任的非经济效应大于经济效应。

四、结论与讨论

采用2013年中国综合社会调查数据，考察接受不同阶段高等教育的个体其社会信任的水平及影响路径差异。研究结果表明，不同阶段的高等教育均显著促进了个体的社会信任水平。对二者进行横向比较，发现与精英教育时期相比，高等教育对社会信任的影响效应在大众化时期有一定程度的下降。研究进一步分析了两个阶段影响的机制路径，发现不同阶段高等教育对社会信任的影响路径也有所不同。在精英教育阶段，高等教育更可能通过经济效应，即通过提升个体的社会经济地位进而促进社会信任水平；在大众化教育阶段，高等教育则更可能通过非经济效应，即通过提升个体对价值规范和制度安排的认同而对社会信任的形成发生作用。

社会信任是中国建设和谐社会不可或缺的社会基础。《礼记》云：“建国君民，教学为先。”教育，尤其是高等教育可以在培育个体社会信任中发挥重要作用，这在本研究中也再次得以证实。但是我们也要看到，高等教育扩招后，随着接受高等教育的群体不断增多，这种影响却并没有呈同样增长的趋势，反之影响效应有所减弱。这与大众化时期高等教育对提升个体经济地位的影响式微有一定的关系。同时，高等教育的质量意识开始觉醒，高校到底应该培养什么样的人才来适应国家的发展和未来的世界受到了相关学者和管理者更多的重视，并体现于一系列的教育教学改革与实践中。这在一定程度上有助于培养学生的社会意识和公民理念，进而培育积极的认同态度来提高社会信任。但这项任务还有很大的提升空间，需要更多的努力去加强和完善。此外，我们也要意识到，高等教育可以通过不同的路径促进个体社会信任，而且这些路径并不是非此即彼，它们之间可以共存。换言之，我国应进一步完善体制机制建设，营造更加公平、开放和竞争的环境，使高等教育既可以通过高质量的人力资本输出来充分发挥其促进社会信任的经济功能；又可以通过加强自身内涵建设，转变教育评价方式，注重对个体价值观和态度的塑造来实现其在提升社会信任中的非经济功能。

注释：

① 选择1977年至1987年这一时期的人作为接受精英教育的样本代表，在一定程度上可以规避个体本身的政治身份、经济因素对个人高等教育资格获得及教育后的持续影响，进而使高等教育本身的“经济效应”更加纯粹。

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